宏观经济研究范文
时间：2023-10-13 16:55:23
导语：如何才能写好一篇宏观经济研究，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。
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投稿须知
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第一个就是改革的环境问题，我们要把这一轮改革按照初衷，按照原来的设计，按照目标导向，从问题入手来推进，首先是要有一个稳定的宏观环境，从我们了解的情况看，地方还是有一些压力的，有些企业也感受到压力，特别是进一步地去产能方面。另外一个就是市场的波动，产品的价格超预期地大起大落，怎么保证这个市场不出现急剧的波动？第三个就是职工的安置，债务处置等等，改革要顺利推进，宏观环境是很重要的。
第二个就是有效市场的问题，如何形成一个有效市场？怎么样来保证市场在资源配置当中起决定性的作用，建立什么样的机制？尤其在中国的地区之间发展不平衡，行业之间也不平衡的情况下，如何把这些问题处理好，强化市场化、法制化手段的运用，又不伤害到后发地区的发展，是个重要的问题。
第三个就是新旧动能的转化，无论是旧动能的转化升级还是新动能，实际都存在问题。旧动能转变提升面临一些负面的影响，新动能主要是面临环境问题，尤其金融资源对新型动能，特别是创新的支持，是我们没有解决好的。
篇3
【关键词】VAR模型；宏观经济；预警
宏观经济描述的是整个国民经济总体的经济活动和运行状态，对宏观经济进行管理的主要目标是保持经济高速的发展、较低的失业率和稳定的价格水平。在实际中，整个国民经济系统处于一个不断变化的环境之中，宏观经济的运行和发展经常会出现起伏波动，要想保持经济平稳较快发展、抑制超常规的经济波动，我国的管理部门就要对宏观经济进行调控和预警。河北省经济结构发生了深刻变化，经济快速发展，经济运行机制和管理体制也在逐步向市场化方向过渡，要想实现河北省经济“又好又快”的发展目标，就要密切关注全省的经济走势、制定宏观经济调控的重要手段。
一、研究现状
我国宏观经济预警理论的研究是从经济循环波动问题入手的，开始于20世纪80年代中期，颜德林、周鸣（1993）用经济周期波动理论研究广西经济周期波动规律，对广西宏观经济发展趋势进行了预警、预测。王慧敏（1998）从讨论和分析宏观经济预警系统的研究发展入手，引入西方理性预期的AD-AS模型作为宏观经济预警的基础，构建了基于理性预期观的经济预警系统。贺京同和潘凝（2000）把模糊系统理论和神经网络相结合，构建了宏观经济非线性预警模型。以往关于宏观经济的研究，只是局限于对宏观经济现状的描述，无法实现对经济的动态预警。采用VAR方法构建预警模型，它可以将变量当做相互影响的动态系统，符合经济运行的实际情况。
二、VAR经济预警系统的构建
1．建模思路。对于河北省宏观经济进行预警，实质就是对河北经济运行中的“关键点”进行监控，我省多年来经济调控的目标就是“经济增长、物价稳定、就业充分”，所以本文选取了能充分反映三个目标的经济变量：河北省的GDP、居民消费价格指数（CPI）和人均现金收入（PCCI）三项指标，河北省GDP反映的经济增长速度，居民消费价格指数(CPI)和人均现金收入（PCCI）代表的是增长质量。在宏观经济预警中，要特别注意经济增长速度和增长质量之间的关系。在河北省的宏观经济预警中，还要研究宏观经济增长的长期趋势与短期波动具有怎样的关系，也是需要进一步研究的问题。
2．指标选取及数据来源。预警依赖于监测，监测离不开指标，宏观预警指标体系通常只选择反映经济运行特征的指标。本文从宏观经济运行稳定的角度出发结合经济增长、供需变化、内生增长动力等因素，最终选取了反映宏观经济增长情况的河北省GDP、居民消费价格指数（CPI）和人均现金收入（PCCI）三项指标来构建宏观预警的VAR系统。
3．模型的建立。向量自回归模型（Vector Auto regres
sion）通常用于相关时间序列系统的预测和随机对变量系统的动态影响，模型避开了结构建模中需要对系统中每个内生变量关于所有内生变量滞后值函数的建模问题；应用样本可以确定一个多变量VAR系统的参数，从而得到变量间的相互关系，因而向量自回归模型是分析多变量时间序列的有力工具。一个n维随机向量服从p阶向量自回归过程，记为VAR（P），其数学表达式为：
（1）
其中，yt是m维内生变量向量，是d维外生变量，A1…AP和B1…BR是待估的参数矩阵，内生变量和外生变量分别有p和r阶滞后期。是随机扰动项，其同时刻的元素可以彼此相关，但不能与自身滞后期和模型右边的变量相关。鉴于本文中所选择的指标为河北省生产总值（GDP）、居民消费价格指数（CPI）和商品零售价格指数(RPI），故这三个变量构成的p阶VAR模型可以表示为：
（2）
三、分析过程及结果
传统的回归方法一般假定所使用的时间序列是平稳的，然而许多经济现象的时间序列都是非平稳的，倘若采取传统的普通最小二乘法，就会出现伪回归和无意义回归的现象。基于这一原因，恩格尔和格兰杰首先提出了一种处理非平稳序列的协整研究方法。这种方法的基本思想就是在两个或多个非平稳的变量之间寻找均衡关系。因此，对VAR模型中各个变量进行协整检验，是我们判断地区生产总值（GDP）、居民消费价格指数（CPI）和人均现金收入（PCCI）之间是否存在长期均衡关系的基础。
1．单位根检验。由于讨论序列协整性的前提是各序列都是非平稳时间序列，所以第一步应该分别对各个序列进行单位根检验。我们采用ADF检验法，检验的结果汇总在表1。
2．协整关系检验。为了检验上述三个变量之间是否存在协整关系，进行协整检验。本文采用多变量Johnsen协整检验方法对、和变量进行协整检验，检验的结果如表2。
经过协整检验可知三个变量间没有协整关系的假设，且均通过至多一个协整关系的假设，故可断定模型中的GDP、CPI和PCCI之间有且只有一个协整关系，将协整关系标准化后写成数学表达式，并令其等于vecm，得到：
（3）
对序列vecm进行单位根检验，发现其已经是平稳序列，并且取值在0附近上下波动，再次说明协整关系是正确的，即GDP、CPI和PCCI之间存在长期协整关系。通过协整关系（3）可是，社会消费品销售额对地区生产总值有正向的拉动作用，而CPI对地区生产总值有反向的抑制作用。
3．VAR模型计量结果。根据以上对时间序列的检验可知，三个时间序列都是一阶单整的，且协整检验证明三者存在协整关系，故可对三者建立向量自回归模型。经过初步计算可以得知，在滞后期为1的时候，VAR模型的AIC值最小，故建立的向量自回归模型为一阶模型，系数估计结构和对单个方程的总结具体如下：向量自回归方程总结：
从表可知，三个方程的F统计量都远大于临界值，故知三个方程式显著的。同时，可以看出三个方程是显著的。同时，可以看出三个方程调整的复相关系数分别为0.997670、0.747365、0.724552，说明三个方程的拟合效果都较好。且从参数的估计结果来看：GDP受上一期的GDP和商品零售价格的变化影响较大，且均为正相关，这说明经济增长的较高基础和商品零售价格的增加都会带来下一时期经济的增长。同时结果也显示，CPI的增加会给下一期的经济增长带来负效应。
四、主要结论及政策建议
1．从长期来看，河北地区生产总值（GDP）、居民消费价格指数（CPI）和人均现金收入（PCCI）之间存在长期均衡的协整关系。在短时间内，这些变量可能会偏离均衡值，这主要是因为市场随机干扰的存在，但这种偏离是暂时的，这些变量最终会回到均衡状态。GDP受上一期的GDP和人均现金收入的影响比较大，都为正相关，这就说明人均收入的增加会刺激和加速经济的发展，但是CPI的上升在一定程度上了不利于现在经济的增长，所以当前的河北应该加大对物价的控制力度，增加人均收入。
2．人均收入对地区生产总值具有正向的拉动作用，积极的作用表现为人均收入每增加1％，会引起地区生产总值1.0965％的增长。CPI对地区生产总值的负面效应表现为：CPI增加1％，就会引起地区生产总值下降0.4986％。在长期均衡趋势收敛的作用下，GDP、PCCI和CPI分别是以12.87％、16.97％和6.23％是速度想均衡状态靠近，但是由于随机扰动的存在，非均衡状态向均衡状态靠近的实际速度往往慢于理论速度。3．本文构建的VAR预警系统中，主要是描述的是变量之间的动态联系，可以直接根据被解释变量的过去值来进行预测。本文的模型预测结果表明经济的发展具有惯性，人均的收入对经济增长也有正相关的拉动作用，在当前CPI较高的情况下，应想方设法使物价逐步回落，以减小经济波动，保持经济的平稳较快增长。
参 考 文 献
[1]王慧敏．基于西方理性预期的宏观经济预警[J]．系统工程．
1998，16（3）
[2]陈守东，杨莹，马辉．中国金融风险预警研究[J]．数量经济技术经济研究．2006（7）
[3]易正俊．宏观经济预警模型[J]．重庆大学学报（自然科学版）．1998，21（6）
[4]万正晓，吴孔磊．构建我国宏观经济预警模型的几点建议[J]．统计与决策．2009（6）
篇4
关键词：宏观经济；上证指数；VAR模型
中图分类号：F015 文献标识码：A
文章编号：1005-913X（2015）11-0183-02
一、引言
金融发展和经济增长之间的关系一直是经济学中极富争议的一个问题。作为金融市场重要组成部分的股票市场和经济增长，以及由此引申而出的股票市场和宏观经济变量的关系，也是最近研究热点之一。我国股票市场发展非常迅速，已经成为影响社会经济生活的重要因素。在这种背景之下，研究股票市场表现和宏观经济变量的经验关系，具有很大的理论意义和实践意义。
国外学者对股票市场表现和宏观经济变量的关系进行了大量的经验研究。这些研究大多数表明在宏观经济变量和股票价格之间存在明显的相关关系， 但结论并非是完全一致的。例如，Chen， Rol和Ros（1986）研究发现可以显著解释股票收益率的因子有风险溢价变化以及通货膨胀率等；但消费支出、原油价格和股票收益率之间却没有明显关系。Mukherjee和Naka（1995）用误差修正模型研究了东京股票交易所（TSE）和日本宏观经济变量之间的动态关系。
他们研究发现，TSE股票价格指数和六个宏观经济因子之间存在协整关系。而Binswanger （2000）对20世纪80年代以来的美国经济，用子样本滚动回归方法研究发现，股票收益率和实质经济活动之间的关系不成立。
国内学者也在这方面进行了一些经验研究，谈儒勇（1999）研究了中国金融发展和经济增长之间的关系，其中涉及了股市发展和经济增长之间的实证研究。研究表明，我国股市发展的三个指标（市价总值/GDP、成交金额/GDP和成交金额/市价总值） 在回归模型中都不显著， 这意味着我国股市发展对经济增长的作用极其有限。郑江淮、袁国良等（2000）的经验研究认为，虽然我国股市规模对经济增长的作用效果不明显，但股市发展与储蓄之间的正相关关系表明存在股票市场对经济增长的作用机制。李广众（2002）的经验研究认为中国银行、股市发展的主要作用在于促进投资规模扩大，股市发展对经济增长的作用并不显著。
从上述国内研究文献可以看出，研究重点大多放在金融发展和经济增长关系上，股票市场发展和经济增长之间的关系仅仅是研究中的一部分，很少涉及关于宏观经济和股票市场表现之间的经验检验。
从研究方法上来看，大部分用的是比较简单的回归分析，很少考虑时间序列不平稳带来的谬回归问题。基于上述考虑， 研究将根据月度数据，在宏观经济变量与股市价格的理论关系和经验研究结论的基础上，利用VAR模型对上海股票市场表现和宏观经济变量的关系进行实证研究。结构如下：第二部分介绍模型形式、变量和数据选取， 第三部分给出实证结果， 第四部分是总结和结论。
二、模型设定及数据选取
宏观经济对股指波动的影响主要体现政府宏观调控、市场变化以及消费者行为方面，因此建立一个包含货币政策、宏观经济情况、房屋价格变动、通货膨胀及消费者信心指数的VAR模型，模型形式如下：
Yt=C1Xt-1+……CnXt-n+ξt
其中，Yt=[AINDEXt]Xt=[AINDEXt，Rt，M2，GDPt，HGINDESt+HOUSEINDEXt，CPIt，CCIt]，C表示常数项。其中AINDEX表示上证收盘综合指数；R分别表示利率水平和M2同比增长率，用以衡量货币政策；GDP分别表示GDP增长率和HGINDES宏观经济景气指数，两者结合衡量宏观经济变动；HOUSEINDEX表示国房景气指数，CPI衡量通货膨胀，与宏观经济变量一起表示市场变化；CCT表示消费者信心指数。样本区间为2001年1月―2013年12月共计156个样本。
三、实证结果
建立VAR模型，先对数据进行平稳性检验。经过检验，所有的变量都可以通过平稳性检验，可以用来构建VAR模型，在此基础上，为了保证模型的稳定性，进行AR根检验，检验结果表明模型具有稳定性，如图1所示。
（一）滞后阶的确定
进行VAR模型检验的最后一步就是确认滞后阶，模型滞后阶的选择过程如表1所示（最大试算阶数为2）。
根据表中所示，LR、FPE、AIC准则都显示最优滞后阶数为2，SC、HQ准则显示最优滞后阶数为1，根据少数服从多数原则，我们选取最优滞后阶数为2。
（二）VAR模型和脉冲响应
我们得到VAR模型形式如下：
AINDEX=0.857088397461*AINDEX（-1）+
0.126504716401*AINDEX（-2）-0.00230273338677*CCI（-1）
-0.000963551505897*CCI（-2）+0.0093385588814*CPI（-1）
-0.0195604202722*CPI（-2）+0.00942041778789*HGINDEX（-1）-0.0140177132655*HGINDEX（-2）+0.0138781296713
*GDP（-1）+0.00954420314823*GDP（-2）-0.000221171008889
*HOUSEINDEX（-1）-0.00501632789264*HOUSEINDEX（-2）+
0.0043259281095*M2（-1）-0.00657125075722*M2（-2）+
0.00636285095489*R（-1）-0.00643171398778*R（-2）-
0.007661618
R2=0.96
模型的拟合效果较好，较能对被解释变量做出解释。从估计结果中我们可以看出，上证指数具有较强的惯性特征，上一期对本期的解释高达0.857，再前一期对被本期的解释达到0.1265，二者结合就解释了全部的0.98，表明上证指数受自身影响最强，而其他变量对其解释力较弱，这也从一定程度上解释了我国经济连续增长多年而股票市场却熊冠全球。再看其他变量，其余变量中，消费者信心指数影响最弱且负相关，几乎可以忽略不计；前两期的CPI对本期上证股指影响较强，达到0.02，且呈负相关，表明上两期的CPI指数如果上升，则会一定程度上导致本期股票市场的下跌，而上一期的CPI指数则对本期股票市场呈微弱正相关；除此之外，宏观经济景气指数的前一期和两期也表现出明显的分野现象，与CPI相同的是都是前两期呈现明显的负相关，而前一期呈现微弱的正相关，表明宏观经济指数与CPI相关性较强；前一期的GDP对本期股指影响呈现正相关，而且相关指数达到0.014，前两期的相关就变得微弱，表明当期GDP的增加能明显增强下一期的股指，但之后影响就逐渐减小；货币政策在前一期对本期呈正相关，前两期对本期则呈负相关，也具有一定的分野现象。
四、结论与建议
通过利用VAR模型对宏观经济环境、政府调控政策、市场变化和中国股票市场波动性之间的关系进行实证研究，得到了如下的主要研究结果：宏观经济环境本身的发展状况将对中国股票市场波动性产生显著的正向影响，而宏观经济环境变化对中国股票市场波动性的影响是不确定的，这在一定程度上证明了中国股票市场价格变动对经济基本面变化的反映功能的缺失；货币供应量变化将对中国股票市场波动性产生影响较为微弱，宏观经济环境不会对货币供应量调整政策调控中国股票市场的效果产生本质性的影响。这个结论既是中国股票市场资金拉动型特征的直接结果，同时也为中国股票市场具有的资金拉动型特征提供了实证证据；市场变化对中国股票市场波动性产生的负向影响更大，而且不会受到宏观经济环境因素的影响。中国股票市场的弱市场有效性特征和噪音交易特征为这个结论的合理性提供了依据，而且中国股票市场的政策调控实践也反复证明了这个结论的正确性；利率调整政策对中国股票市场产生的调控效果受到宏观经济环境的明显影响。宏观经济环境因素的存在使得利率调整政策调控股票市场的效果变得不确定和不可预测。产生这种结果的主要原因在于，不考虑宏观经济环境的理想情况下，投资者的入市决策和股票交易决策都会受到利率变化的显著影响，而在考虑宏观经济环境的现实情况下，中国宏观经济环境状况对中国股票市场条件波动性产生的显著正向影响可能对利率调整政策调控股票市场的效果产生了替代作用，从而致使利率变化对中国股票市场波动性产生的影响不显著。利率调整政策对中国股票市场影响的近似随机的现实现象也证明了该结论与中国股票市场现实情况的一致性。研究结论启示我们，加大理性市场主体的培育力度，改革政策机制、降低政策信息的获取成本，建立和完善股票市场相关制度、特别是信用交易制度，加大金融衍生产品的开发和上市力度，科学制定调控政策、提高政策调控能力、规范政府调控行为是提高政策调控效率、保障中国股票市场健康、稳定、持续发展的有效途径。当然，研究工作仅仅是笔者有关宏观经济环境、政府调控政策与中国股票市场关系研究的一项阶段性实证研究成果，还有很多相关问题有待于进一步研究。
参考文献：
[1] 陆 蓉，徐龙炳.“牛市”和“熊市”对信息的不平衡性反应研究[J].经济研究，2004（3）.
[2] 赵振全，张 宇.中国股票市场波动和宏观经济波动关系的实证研究[J].数量经济技术经济研究，2003（6）.
[3] 郭金龙，李文军.我国股票市场发展与货币政策互动关系的实证分析[J].数量经济技术经济研究，2004（6）.
[4] 许均华，李启亚.宏观政策对我国股市影响的实证研究[J].经济研究，2001（9）.
[5] 谢 赤，吴 丹.论股票市场对扩张性货币政策效力的影响及相应对策[J]. 当代经济科学，2002（4）.
篇5
自我国在2010年成为全球第二大经济体以来，市场经济的开放程度不断提高，经济全球化的影响不断加深，导致我国宏观经济的不确定性也与日俱增。在此背景下，我国商业银行正在面临着严峻的信贷风险。为了获得稳定的发展，抢占市场份额，我国商业银行要革新管理方式，注重风险的防范。要注重宏观经济不确定下的信贷风险分析，完善我国银行业信贷内部控制制度，提高宏观经济不确定条件下的行业信贷配置效率。
[关键词]
宏观经济；商业银行；不确定性；信贷风险
经过改革开放三十多年的飞速发展，我国市场经济正在面临着新的机遇与挑战，增长速度放缓对经济下行造成了一定的压力，市场风险、货币政策与经济走势均处于不确定状态。而作为现代金融体系的主题，商业银行在不确定宏观经济环境下，将面临更多的市场风险。一方面，银行的信贷水平难以保持在较高的水准，贷款质量难以得到较高的评价，尤其是中长期贷款的基础设施类项目中，信贷资金的安全问题备受考验；另一方面，政府的监管政策、货币政策与经济全球化的发展动态等等，都对银行的信贷业务带来极大的影响。在此背景下，商业银行亟需加强对信贷风险的防范，要避免在不确定性的宏观经济环境下受到诸多的影响。
一、我国商业银行信贷资产风险管理现状
根据稳定运营原则与审核会计原则，商业银行会对风险资产的质量进行全方位的鉴定，并产生贷款的分类，作为衡量资产真实性与坏账准备金的前提条件。当前，我国银行信贷体系中，贷款风险的分类由资金监管者进行管理，采取科学化的方式判断贷款的风险级别，并对贷款的质量给予客观的评价。在我国商业银行的发展进程中，针对不良贷款的分类情况，共经历了三个时期。第一个时期是1994—1997年，在商业化改革时期，商业银行采取四级分类法的方式，将贷款分为呆滞、呆账、逾期及正常四个类别。其中，前三类代表着“不良贷款”。第二个时期是1998—2003年，在延续四级分类法的同时，我国的五级分类法也已经出现，根据中国人民银行《贷款风险分类指导原则》内容，贷款分成了“正常、关注、次级、可疑、损失”五个类别（见表-1）。第三个时期是2003年至今，就是五级分类法的完善和使用。通过总结和借鉴国际化的贷款风险分类方法，五级分类法纳入了诸多评估风险的综合性因素，有着更真实的贷款风险评价表现。与不断完善的信贷风险评级方法相对应的是，我国在多次的不良资产剥离过程中，也发现了信贷风险逐渐加大的情况。
二、我国商业银行信贷风险管理的特点与不足
（一）我国商业银行信贷风险管理的特点改革开放以来，我国逐渐从计划经济向市场经济转型，并逐渐认识到市场经济规律及市场调节机制的重要性。在此期间，我国商业银行不断构建信贷风险管理机制，并表现出了明显的特征。在信贷风险方面，我国的政府职能已经发生了明显的变化，渐渐淡出微观经济领域，让商业银行真正开始自负盈亏，成为市场的自主经营主体。与此同时，深化改革的路径中，伴随着市场经济的飞速发展，政府为商业银行的制度革新与体制转换，奠定了良好的支撑基础。现阶段我国商业银行的主要信贷对象以国有企业为主，并有着突出性的问题。综合观察我国商业银行信贷风险管理的特点，主要表现为以下几个方面。第一，安全性方面，不合理的信贷结构，是我国商业银行信贷管理所存在的特征之一。更多的贷款投向结构存在着趋同性，集中于公共设施领域、商业及服务业、房地产业与制造业，以及水利和环境、交通与物流领域等。与此同时，大量的不良资产渐渐显现出坏账本质，且信息披露的情况并不充分。如图-1所示，自2008年全球金融危机以来，我国商业银行的信贷资产增量不断攀升，并且大部分属于中长期贷款，其风险性难以预估。尤其在中国实体经济发展下滑的背景下，更是值得关注“天量”级的货币信贷情况。第二，流动性方面，我国商业银行的信贷资金存在着流动性差、运转缓慢等特性。在我国市场经济发展进程中，中长期的信贷风险不容易发现，并且在长期的贷款过程中，会阻碍银行的信贷结构调整，导致银行面临更大的风险。与此同时，我国商业银行的信贷集中度风险，也在不断增大。根据《中国商业银行发展报告》显示，目前我国商业银行的贷款投向，主要集中于五大行业，且比重达到90%。
（二）我国商业银行信贷风险管理存在的不足对比西方发达国家的银行，我国商业银行由于长时间缺乏公司化的管理，以及存在体制化的深层次问题，导致在信贷风险管理方面，有很多不足之处。第一，粗放式的信贷管理模式。目前，我国市场经济发展依旧存在着地域化的明显贫富差距。在计划经济时代，商业银行的统一化管理缺乏灵活性与有效性，忽略了地域性的差别。对于发达地区，商业银行的信贷效率不高；对于资源相对匮乏区域，商业银行也没能够做到信贷资源的合理配置。伴随着我国市场化经济体制改革的不断深入，各个行业所存在的风险性大小不一，各个地区的经济发展态势也略有差别，面对这种情况，如果不能够建立针对性的信贷风险管理体系，依旧采取“大一统”的粗放式管理办法，则难以发挥信贷风险管理的效用。第二，缺乏独立的信贷风险管理组织。我国商业银行的治理结构，长期体现为行长责任制与部门分政式。所谓行长责任制，即将银行的业务发展、内部审计与风险管理等责任，均归结于行长一身，其弊端在于传统体制下，行长同时扮演决策者与责任人，导致其难以发挥监督及权力制衡作用。所谓部门分政式，即各个部门的风险管理政策，均表现为各自为政的情况，缺乏良好的沟通与衔接，没能够统一信贷风险管理制度与政策。第三，并未建立信贷风险预警机制。完整的风险管理体系，不仅需要事前的防范与事后的处理，更需要建立风险的预警机制，通过全面的制度建设，构建科学化的预警体系。目前，由于我国商业银行的信贷风险预警机制还未建立，在遇到不良资产时，往往需要采取极端的事后控制方法来处理，不能完全发挥信贷风险管理的职能。第四，有待完善的内部控制制度。从客观的情况看，我国商业银行的内部控制制度，存在着多个层面的不健全情况，难以达到理想的内控效果。类似信用造假、员工监守自盗、内外部勾结转移资金等情况时有发生，不利于预防金融风险，无法满足银监会监管的根本要求。通过观察发现，我国商业银行的信贷内部控制情况，主要存在以下几个方面的问题：缺乏良好的内控环境，形式主义盛行，缺乏权力的有效监督与管理，评价与激励机制有待完善；针对信贷风险的评估，在信贷风险管理的组织结构、内部评级方法、信贷风险评估技术以及信贷业务内部控制等方面都需要有所改善；信息沟通的缺乏，信息化的程度不足，严重信息披露失真等问题有待改善；监督机制还有待改善，各级内审部门的监督职能有待提升。
三、不确定宏观经济中商业银行的信贷风险分析
（一）不确定性的风险所谓不确定性，从经济学的角度而言，代表着不可度量的风险。而“风险”一词在信息经济学中，可以等同于“不确定性”概念。在金融领域，风险就是获得经济活动资金的同时，基于不确定性的情况，同时可能需要面对的经济损失。简单来说，在金融与经济领域，“风险”就是不确定性。客观存在的“风险”，往往也存在着普遍的规律性，根据理性的判断与决策，人们可以有效地规避风险，降低不确定性。随着时代的飞速发展与科技的不断革新，市场经济社会生活也在发生明显的变化，尤其是在信息化的发展进程中，信息不对称的情况对人们的生活与工作存在着明显的影响。以银行信贷业务为例，银行得到企业信息后，需要对照审核信息标准与流程发放贷款，而对于信贷的风险性，银行可以透过专业的人才采取专业的手段，做出预见性的评估。但基于信息的不对称性，则很可能引发贷款的道德风险与逆向选择问题，造成市场秩序的紊乱，引发金融风险。无论是从宏观经济角度，还是从微观经济角度，银行信贷风险的根源，就是市场的不确定性以及信息的不对称性。
（二）银行危机与信贷风险对于商业银行而言，信贷业务的利润十分丰厚，但信贷风险也随之而来，成为了我国商业银行的主要风险类别。时下，我国商业银行正在面临着三重发展危机，即国际金融市场的影响、国内经济体制改革的附加风险以及市场经济的自身运营风险。面对严峻的国际市场挑战，商业银行需要及时构建自身的风险防御力，结合自身发展特色，有针对性地借鉴国外成功经验，根据我国市场经济发展的特色，构建科学化的信贷风险管理体系。在我国市场经济体制改革的进程中，我国银行业的不良贷款率不断攀升。在市场化的经济发展路径中，我国金融业正在不断与国际接轨，宏观经济的不确定性愈加明显。面对一系列的外部风险及内部风险，商业银行能否强化信贷风险的管理与防范，将直接关系到社会金融资本的利用率及社会资源的配置效率。
（三）不确定宏观经济与金融风险传导机制作为兼具企业与银行特质的中介机构，商业银行的发展受到多种要素的影响，不管是微观经济要素还是宏观政策要素，都会对商业银行的信贷业务产生影响与冲击。在改革开放的市场化发展路径中，我国宏观经济环境一直在不断改变，包括经济增速不稳定、通货膨胀及国际金融影响等不确定性问题，也一直在影响着商业银行的发展。金融的不稳定性，决定了市场发展的更多种可能。基于不确定宏观经济背景，过度负债与通货紧缩成为了金融风险的传导要素。市场经济的一路上升，不仅仅取决于内在要素，同时也需要外部条件的引导。目前，全球范围内，金本位制度依旧发挥着主要作用，而伴随着经济全球化的发展动态，一旦某一个国家出现经济萧条，就会造成金融风险的传导。2008年的美国次贷危机就是典型的案例，这场危机引起了全球性的“金融海啸”。
（四）我国商业银行信贷风险形成机理分析在发展中国家，社会体制对于信贷风险有着十分明显的影响作用，特别是对于产业升级转型的我国商业银行而言，其信贷风险与社会体制有着更紧密的关联。剖析我国金融市场的信贷风险，主要源自于银行内外两个层面。从内部情况而言，银行自身的体制不健全、产权主体地位缺失等情况，以及执行力不足与人力资源状况不佳等问题，都是引发信贷风险的潜在影响因素；从外部情况来说，我国宏观经济的变量波动，特别是房地产行业的巨大波动，直接影响到商业银行的信贷资产质量与数量，很可能瞬间引发信贷风险。与此同时，有待完善的金融法律法规，也是导致信贷风险出现的根本原因。
四、不确定宏观经济环境下防范信贷风险的策略
（一）注重宏观经济不确定下的信贷风险分析通过对近些年商业银行的贷款业务的观察发现，在我国市场经济处于发展期，人们对于市场前景普遍看好，且商业银行对于信贷项目也有着足够信心的情况下，商业银行通过采取扩大信贷规模与放宽政策等方式，让企业获得了更多的贷款。然而，在显著的顺周期性背景下，这种信贷标准的降低，最终会导致通货膨胀情况的发生，而政府为了避免通货膨胀，保持经济稳定增长，便会采取宏观经济政策，通过增加利率的方式降低企业的投资需求，无形中加大了银行的信贷风险。与此同时，在不确定宏观经济背景下，国内的金融市场与全球经济周期也保持在较强的同步区域，这意味着各个国家的经济波动，均会影响到国内的经济与金融发展态势。伴随着我国近些年对外开放程度的不断加深，我国市场经济的对外依存度也越来越高。基于开放经济环境，商业银行不仅要注重国内的政策变化所产生的信贷风险，同时更要提前预判国际经济的不确定动态作用。
（二）完善我国银行业信贷内部控制制度第一，建立多项银行内部控制制度，做好信贷风险管理工作。例如，建立以分级审批为核心的信贷授权授信制度，建立权责分明的信贷岗位责任制度，建立独立运作且相互制衡的内部管理和控制机制，建立信贷风险的电子化控制制度。通过不断完善内控制度，强化信贷风险的管理，通过明确责权利的各项要素，并迎合时代的发展，采取电子化的技术制衡内部管理的各个部门，有效避免“人为风险”与“道德风险”，均有益于对信贷风险的控制。第二，在完善制度的同时，更要采取有针对性的控制措施。例如，营造良好内部控制环境，健全法人结构，营造信贷控制环境；强化内部控制力度，推动制度建设，建立科学合理的授权制度和岗位责任制；完善信贷风险评估体系，全面强化风险管理部门的定位，强化信贷风险的评估技术实力。第三，良好的执行离不开良好的监督。商业银行需要通过构建独立的内部审核监督体系，理顺稽核体制，避免监守自盗的风险的发生，做到“防患于未然”。
（三）提高宏观经济不确定条件下的行业信贷配置效率对于商业银行的信贷资产配置而言，我国不确定宏观经济的影响十分明显，所以通过提高行业信贷配置效率，强化配置决策，将有利于规避信贷风险。首先，要从行业角度出发，对于贷款企业的发展现状及前景，商业银行要有全面性的了解，要洞悉行业发展趋势，通过对行业的全面性考核，辨别行业风险与企业基本风险。要结合实际情况，把握宏观经济周期的规律性，通过合理配置信贷资源，降低行业风险。其次，要根据国内外的宏观经济态势，正确做出风险预警，在借助现代大数据、云计算等技术下，深入分析企业的有限信息，深入分析信贷风险，选择成长型优、发展潜力大的行业或企业，作为优质信贷资源配置首选，通过优化配比降低风险性。需要特别注意的是，风险存在着波动性与联动性特征，商业银行在行业观察与企业观察过程中，要全面考量上下游企业的具体表现以及关联度较高的行业所存在的风险情况，避免风险的蔓延与传导，在宏观经济不确定条件下，更有针对性地提升行业信贷配置效率。
[参考文献]
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篇6
【关键词】股票市场 ADF检验 格兰杰因果关系检验
中国股票市场经历了二十年的发展，从无到有，规模从小到大，上海证券交易所，深圳证券交易所成立之初，股票市价总值只有5亿之多，截止2011年底，股票市值达到21.48万亿，增长几万倍，而上市公司数量增加到2342家。股票市场从最初的摸索尝试性市场到成为我国市场经济的重要组成部分，逐渐发挥着越来越重要的作用，同时发展中的弊端也日渐显现。为此，中国在不断的探索，其中经过漫长的四年调整期，2005年的股权分置改革，股票市场根本的制度性问题得以解决，股市发展逐渐进入正轨。中国的股市发展与经济增长是否存在相互依存，相互增长的关系，股票市场的“经济晴雨表”功能有没有得到一定程度上的改正，引起了国内外众多经济学家的兴趣，也对此进行了大量的理论和实证的研究。本文运用ADF检验，Johansen协整检验，格兰杰因果检验对2007年至2012年的数据进行分析，以此验证中国股票市场与宏观经济增长是否存在一定关系。
1.指标的选取
借鉴前人研究并考虑数据的可获得性，本文选取2007年至2012年的数据作为样本，这是因为截止到2006年12月20日，先后有1248家上市公司完成了股权分置改革或已经进入方案实施阶段，占了应股改公司总数（1341家）的93%，标志股权分置改革基本完成。经济增长的指标选取传统的季度国内生产总值GDP来衡量，用资本化率，交易率和周转率三个指标分别衡量股票市场的规模和流动性。其中数据来源于中国国家统计局网站，《中国人民银行统计季报》和中国证监会网站。
1.1经济增长指标
（1）季度名义GDP。GDP无月度统计数据，而以年度数据作为样本则会造成样本数据过少，所以选取季度GDP作为衡量经济规模的指标。
（2）固定资产投资增长率INV。固定资产投资率是衡量经济增长的重要指标，等于每季固定资产投资增加额与季度名义GDP的比值。
1.2股票市场发展状况指标
（1）资本化率CAP。该指标用以衡量股票市场的发展规模，同时也表示直接融资地位。等于上海证券交易所和深圳证券交易所每季平均市价总值与该季度的名义GDP的比值。
（2）交易率VAL。该指标反应股票市场流动性。等于每季度股票市场的总成交金额与该季度名义GDP的比值。
（3）换手率TOR。该指标反应股票市场流动性，数值越大就代表流动性越大，测度了相对于股票规模的股票交易程度。等于每年股市总成交额除以股票年市价总值。
1.3数据的季节调整
经济统计数据具有较强的季节性，所以本文运用美国商务部的X-11法分别对各组样本数据都进行了季节调整，如交易率等于经过季节调整的每季度股票市场的总成交金额与经过季节调整的该季度名义GDP的比值。
2.计量分析的结果
2.1ADF单位根检验
本文利用Eviews6.0对数据进行分析。结果显示各组数据都是不平稳的，因此再对序列进行一阶差分分析，结果如表1所示，接受原假设，从而得到各组数据在1%显著性水平为平稳的，即可判断各个变量均为一阶单整I（1）变量，这为协整分析建立模型奠定了基础。
表1 ADF单位根检验
说明：统计值大于临界值则证明含有单位根，*，**，***分别为在90%，95%，99%的概率保证下拒绝含有单位根的零假设
2.2协整检验
由于所有序列是多变量且是一阶单整I（1）过程，所以采用Johansen协整检验对序列国内生产总值、固定资产投资率与股票市场各指标之间是否存在长期均衡关系进行检验。检验结果如表2所示。
表2 LNGDP与CAPVALTOR之间的Johansen检验
由表2可以看出国内生产总值GDP与资本化率CAP、交易率VAL存在长期均衡关系，而与换手率TOR存在反向的均衡关系。
通过同样的检验可以得出经济增长指标固定资产投资率INV与资本化率CAP存在长期均衡关系，而与交易率VAL、换手率TOR之间没有长期均衡关系。
2.3格兰杰因果关系检验
为了进一步确认序列之间的关系，对LNGDP、INV、CAP、VAL、TOR进行格兰杰因果检验，且取2阶滞后，结果如表3所示。
表3 格兰杰因果关系结果
从表3可以看出，在滞后期取2，5%的显著性水平下，国内生产总值和资本化率互为因果，换手率、交易率是国内生产总值的Granger原因。而另一经济增长指标固定资产增长率与所列股票市场发展率没有Granger原因。
3.结果分析
对中国股票市场发展与宏观经济增长实证研究发现，虽然经济增长指标GDP与股票市场发展指标VAL、CAP存在长期均衡的关系，但是在滞后2期的情况下，GDP增长和固定资产增长率对股票市场发展没有起到明显的促进作用。相反，从格兰杰因果关系检验可以看出换手率和交易率是GDP的Granger原因，这在一定程度上说明股票市场发展对经济增长起到了一定的促进作用，但是作用有限。究其原因，可能与股权分置以后国有股和法人股逐渐上市，股票逐步进入全流通时代有着一定关系。
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关键词：商品期货价格指数；宏观经济；期货市场
中图分类号：F015；F830.91 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2014）01-0051-05
一、引言
期货市场中所交易的商品品种一般为社会生产当中的基础性原材料，例如石油、金属、化工等商品，以及在国民生活中主要的食品和农产品――粮食作物、经济作物、油脂等，这些商品的实际供求状况与宏观经济运行状况密切相关。而由于期货市场相对于现货市场具有摩擦小、效率高、规模大等特点，如果期货市场有效，其价格所反映的信息与现货市场相比应当更加丰富和及时。商品期货价格指数是否能够为通货膨胀，甚至是未来经济走势提供信号，也成为国内外学者广泛讨论的论题。Bloomberg和Harris（1995）[1]描述了商品期货价格与物价指数之间类似“龟兔赛跑”的相互影响关系，并给出了实证检验结果。Sadorsky（2000）[2]认为，能源商品期货，如原油、燃料油、无铅汽油等的价格与美元贸易量加权平均汇率之间存在稳定的协整关系，同时指出外部市场的冲击会通过汇率传导给能源商品期货价格。Acharya等（2010）[3]的研究表明，CBR指数可以被看作是通胀率的一个有效先行指标，但是随着美国经济的空心化，这一效应正在减弱，应该进一步对CRB指数的组成进行调整，以使其能够更加准确地反映实体经济。在商品价格对制定货币政策的参考价值方面，Cody和Mills（1991）[4]经过对CRB指数的实证研究，认为当联邦政府的货币政策首要目标是控制通胀时，跟随CRB指标做出政策反应比跟随CPI指标能达到更好的效果――即使物价的波动最小。
近年来，随着我国期货市场的发展，我国的商品期货价格指数与宏观经济之间的密切关系也逐步体现出来，国内学者也已经开始讨论南华商品期货价格指数与CPI、GDP等指标之间的关系。例如，王志强和王雪标（2001）[5]的研究结果表明，存在从商品期货价格指数到消费价格指数、一只合成指数的单向格兰杰因果关系，先行时间达到3个月。张树忠等（2006）[6]编制了我国农产品期货价格指数，并对其与CPI之间的关系做了实证研究，认为这一指数对CPI具有一定的先行指示作用。蔡慧和华仁海（2007）[7]的研究结果表明，我国商品期货价格指数能够先行GDP指标2个月，并与GDP指标之间存在长期均衡关系。邹昆仑和张欣（2011）[8]编制了我国金属商品期货价格指数，论证该指数与PPI之间存在长期均衡关系，认为该指数能够较好地反映出我国工业原材料未来出厂价格的走势。在与国外市场联动方面，根据中期研究院的研究结果，在2008年底到2009年初第一财经中期商品综合指数领先CRB等国际权威指数反弹，体现出中国经济先于全球经济复苏的宏观基本面。
我国现有的商品期货指数推出时间短，影响小，且不能上市交易，因此尚未被纳入判断实体经济运行状况的指标体系。在国外，商品期货价格指数对于通货膨胀的预警作用，以及其对于控制通胀的货币政策的参考价值，早已受到普遍关注。本文将着眼于国内的商品期货市场，分析商品期货价格反映经济实体信息的机理，并探究商品期货价格指数与主要宏观经济变量时间是否存在长期均衡关系以及相互影响情况，给出商品期货价格指数与主要宏观经济变量之间关系的实证检验。最后，在商品价格指数能够较好地反映实体经济中原材料物价信息的基础上，进而讨论商品期货价格指数作为宏观经济现行指标的可能性。
二、商品期货价格指数与宏观经济变量关系的实证检验
如果我国的期货市场是有效的，则其价格一定与现货价格密切相关，因而期货商品价格就能够对宏观经济状况有所反映。消费者物价指数和期货价格指数都作为反映价格水平的宏观经济变量，分别侧重于消费角度和生产角度，相比较而言后者具有准确、及时、连续和敏感等优点。我国学者虽然对商品期货价格指数与物价指数、GDP增速等宏观经济变量之间的关系做了探讨，但所做的研究都未将商品期货价格指数与各宏观经济指标作为一个整体进行考虑，也未将这两个价格指数对宏观经济的反映程度做出比较。本文分别将CPI和商品期货价格指数分别与其他主要宏观经济变量建立回归模型，并进一步对实证结果作出比较和分析。
（一）变量选取和数据处理
1. 期货市场价格。商品期货指数发展较为迟缓，目前尚没有可以上市交易的商品期货价格指数。第一财经南华商品期货指数由南华期货公司于2004年6月开始编制并，是国内目前覆盖时间最长的指数。选择2004年6月至2012年7月的南华商品期货指数（NH）作为代表商品期货综合价格的指标。期货指数每日公布一次，由于大部分宏观经济指标为月度数据，需要计算月度期货指数数据。将南华商品期货指数每日的值相加，除以当月交易日数量，得到当月的平均指数值，表示为NHM，取自然对数后得到LnNHM。由于月度数据仅有98个，样本数量较小，对本文的计量结果有一定影响。
2. 经济增长。衡量经济增长最合适的变量是国内生产总值，但自2003年11月之后，仅能获得国内生产总值的季度数据。2012年上半年社会总消费占国内生产总值比重约43.2%，并可获得月度数据，为了计算每月国内生产总值数据，参照徐挺、罗国庆（2009）[9]的做法，以社会消费品零售总额作为每月权重，将季度国内生产总值增加值拆分为每月增加值。国内生产总值数据往往具有较强的季节性特征，因此选择X11-乘法模型对其进行季节性调整，调整后的序列表示为GDP，取自然对数后得到LnGDP。
3. 消费品价格。物价指数最常用的指标是CPI，本文也选择这一指标作为物价的变量。为了将趋势性波动纳入分析范围，使用CPI的环比数据作为分析序列。为分析方便，仅保留消费者物价指数与100之差的部分，记为CPI。
4. 利率。这里的利率是指由Black-Scholes公式导出的期货定价公式当中资金的机会成本和无风险收益率，是货币供给量和商品定价的重要影响因素。常用银行间同业拆借利率代表社会资金成本，本文选择银行间同业拆借利率每月平均值（RATE）作为变量。
5. 汇率。汇率所描述的是一国货币与外币的相对价格变动。随着我国市场开放程度不断加深，来自国际市场的波动对国内经济的冲击也已经成为影响一国经济的重要因素。我国一直以来所实行的汇率政策对市场干预较多，实行盯住一揽子货币、有管理的浮动汇率制度。2012年4月前，人民币兑美元的波幅一直限制在5‰，4月后放宽至1%，但这一水平目前仍然小于其他币种。因此人民币兑美元汇率市场化程度仍然很低，并不是适和本研究的分析工具。本文选择由国际清算银行计算的人民币实际有效汇率（REER），该指标按照各国与其他国家贸易额占贸易总额的比重作为权重计算得出，并经过国家间相对价格调整，每月公布一次。对REER取自然对数，表示为LnREER。
南华商品期货指数数据来自Wind数据库，GDP季度数据、CPI、银行间同业拆借利率来自中经网统计数据库，人民币实际有效汇率来自国际清算银行网站。
为后文叙述方便，将（LnGDP，LnNHM，RATE，LnREER）称为变量组A，将（LnGDP，CPI，RATE，LnREER）称为变量组B。
（二）单位根检验与协整检验
首先对五个时间序列做ADF单位根检验。检验结果如表1所示。
变量均为非平稳序列，对各变量取一阶差分后，所有序列的ADF统计值均在1%、5%、10%的置信水平下小于临界值，为平稳序列。因此五个变量均为一阶单整序列，满足进行协整检验的条件。
由AIC信息准则得出两个变量组的最大滞后阶数均为3。分别对变量组A和变量组B做协整检验，结果显示在1%的置信水平下，变量组A各变量之间存在2个协整关系，变量组B各变量之间存在1个协整关系。协整方程汇总如（1）～（3）式。
变量组A：
LnGDP=-3.058 038LnNHM+0.057 006RATE+2.335 186LnREER+ECM （1）
（0.61843） （0.14165） （0.91517）
LnGDP=-0.555 948RATE-2.638 007REER+ECM（2a）
（0.61175） （0.32549）
LnNHM=-0.200 440RATE-1.626 269LnREER+ECM（2b）
（0.08987） （0.16891）
变量组B：
LnGDP=-0.076 984CPI-0.262 187RATE-1.552 934LnREER-5.018 365+ECM（3）
（0.19038） （0.61952） （9.39648） （43.6120）
（三）误差修正模型
由于两组变量各自内部都存在协整关系，可以建立它们的误差修正模型。误差修正项记为VECMA和VECMB。A、B两组变量之间的误差修正模型如下：
A组VECM模型：
DLNGDP=-0.017 446 223 833 8VECMAt-1-0.412 559 540 109DLNGDP（-1）-0 . 337 257 121 208DLNGDP（-2）-0 . 031 208 925 369 8DLNNHM（-1）+0.121 505 756 198DLNNHM（-2）-0.001 648 412 068 08DRATE（-1）-0.000 411 646 460 143DRATE（-2）-0.120 294 282 264DLNREER（-1）+0.239 508 366 734DLNREER（-2）+0.020 744 143 433 6
DLNNHM=0.031 471 271 102 4VECMAt-1+0.145 678 641 636DLNGDP（-1）+0.142 331 758 126DLNGDP（-2）+0.396 939 527 123DLNNHM（-1）+0.203 190 796 699DLNNHM（-2）+0.014 507 316 593DRATE（-1）+0.000 547 763 459 493DRATE（-2）-0.694 321 596 539DLNREER（-1）-0.354 045 927 382DLNREER（-2）-0.002 371 146 436 18
B组VECM模型：
DLNGDP=-0.004 052 233 486 75（VECMBt-1）-0.378 989 970 938DLNGDP（-1）-0.367 109 143 686DLNGDP（-2）+0.001 854 308 849 1DCPI（-1）+0.012 338 216 503 3DCPI（-2）-0.004 700 459 710 19DRATE（-1）-0.001 768 893 839 86DRATE（-2）-0.039 408 480 433 8DLNREER（-1）+0.230 748 874 398DLNREER（-2）+0.021 368 157 464 5
DCPI=-0.542 909 553 179（VECMBt-1）+1.518 808 785 24DLNGDP（-1）+4.820 498 738 58DLNGDP（-2）+0.109 730 642 97DCPI（-1）+0.095 652 548 156 8DCPI（-2）+0.235 424 589 531DRATE（-1）+0.088 430 735 151 7DRATE（-2）-5.907 783 328 95DLNREER（-1）+4.015 239 564 48DLNREER（-2）-0.111 442 201 651
其中误差修正项为：
VECMAt-1=ΔLnGDP-3.883845ΔLnNHM+0.267 478
ΔRATE+2.820 935ΔLnREER+3.929 092
VECMBt-1=ΔLnGDPt-1-0.000 325ΔCPIt-1-0.048 833
ΔRATE+13.662 31ΔLnREERt-1-73.312 31
经过比较两个方程中LnNHM滞后项和CPI滞后项的系数，发现LnNHM滞后项系数和显著性均比CPI滞后项要高。且A组VECM方程的可决系数均大于B组方程。说明期货商品综合价格指数作为描述宏观经济中价格水平的指标，要优于CPI。
（四）格兰杰因果关系检验
由于5个变量都是一阶单整序列，内部存在协整关系，因此可以对其进行格兰杰因果关系检验。依次将期货价格指数与其他4个变量做格兰杰因果检验。相应滞后期下拒绝原假设的概率汇总如表2所示。
由表2可以看出，NHM领先CPI变动5～7期，随后CPI在9～12期内是NHM的格兰杰原因。这与Bloomberg和Harris（1995）提出的用以描述商品价格与消费品价格关系的“龟兔赛跑假说”一致。由于期货价格反应更加灵敏，通货膨胀式的总需求上涨最初会先在商品期货价格上表现出来，经过一段时间后，由需求上涨推动商品价格上涨，反过来又对商品期货价格造成影响。
与CPI相比，NHM对IPG的影响在第3期就已经表现出来，并持续到滞后9期。而反过来IPG在滞后近一年半的时间内都不是NHM的格兰杰原因，直到第18个月，在17%的概率下拒绝了原假设。说明商品期货价格的波动对工业产值的影响更迅速、更直接，而来自工业生产内部的冲击，要经过将近一年半的周期，才会对商品期货价格造成影响。由于工业产值增加值所包含的不仅仅是商品价格这一单一因素，其变动情况反映了整个社会的生产状况和经济运行情况，该指标的变动必然要经过一个比较漫长的周期才会传导到商品价格上。反过来也说明期货商品价格能够领先工业产值增加值较长时间反映宏观经济运行状况。
NHM在2～5期内对FX有较显著的影响，而FX在滞后11期左右对NHM影响相对最明显。商品期货价格与人民币有效汇率主要通过商品贸易量这一中间变量互相影响。期货作为商品贸易商主要的风险规避套保工具，当其价格发生变动，会很快影响现货价格和国际贸易交易情况，从而影响人民币有效汇率。反过来，人民币有效汇率变动时也会对国内的商品期货价格造成一定程度的影响。在参考国外相关研究（如Sadorsky，2000）[2]的结果后可以发现，在我国市场上汇率对期货商品综合价格的影响远远小于国外成熟市场，这是由于我国期货市场中上市交易的品种结构不合理、能源类商品比重过小所造成的。随着我国金融体系的不断开放，国内外市场联动性会逐步增强，汇率与商品期货价格指数的关系会更加显著。
NHM与R在3～9期内明显地互为格兰杰原因。利率作为除现货价格之外的期货定价因素，决定了社会资金成本并影响社会货币供给量，因此在短期内会对商品期货价格造成直接影响。反过来，商品期货价格的变动会通过影响物价指数而对利率造成影响，由于商品期货价格能够在一定程度上预先反映或引导通货膨胀，而当通胀率上升时，利率作为社会资金成本必然随之上升。商品期货价格对利率的影响在滞后半年时最为明显。期货价格与利率的相互影响关系在第9期之后逐渐减弱。
上述结果表明，商品期货价格指数可以一定程度地反映宏观经济运行当中的信息，与工业产值增速、物价指数、汇率、利率均有长期或短期的因果关系。
三、商品期货价格指数作为宏观经济先行指标的可能性讨论
由于商品期货指数与物价指数的关系最为紧密，其对物价指数影响最为直接，商品期货价格指数最有可能作为物价指数的先行指标，因此这里选择CPI指标来进行检验。两个时间序列在考察期内的变动情况如图1所示：
从变动趋势上看，NHM长期明显地领先CPI变动，与第4部分中领先6个月左右的结论一致。为了进一步考察NHM作为CPI的先行指标的可行性，采取张树忠等（2006）提出的方法，用NHM及其滞后项来拟合CPI的变动，并使用拟合出的方程预测CPI，将预测结果与实际值比较，若方程拟合度较高、预测值与实际值整体变动情况一致，则说明NHM能够作为CPI的先行指标，对通货膨胀有一定的预警作用。
取滞后1、3、6期的NHM，用最小二乘法拟合得到方程式（4）。
PCPI = 0.049 3NHM（-1） + 0.026 2NHM（-3） + 0.033 9NHM（-6） + 89.289 1（4）
（0.0180） （0.0019） （0.0013） （1.7920）
由（4）式对CPI进行预测，将算出的预测值序列记为PCPI，与CPI的实际值比较，结果如图2：
两条序列趋势基本一致，（4）式拟合优度为0.48。说明将商品期货指数作为宏观经济的先行指标是可行的，能够提前反映物价指数的波动趋势。
四、总结
期货市场是市场经济有效运行的必要组成部分。期货交易通过调节商品价格跨生产周期的波动，引导现货价格逐步寻找均衡水平，提高社会资源的配置效率。因此商品品种结构合理、运行有效的期货市场必然能够一定程度地反映宏观经济的运行状况。我国商品期货价格指数的发展大大滞后于国外市场，已有的指数时间跨度小，未对市场形成广泛的影响力，权威性和代表性不高。这与我国商品期货市场品种数量不多、分类结构不均衡，以及商品期货价格指数尚不能上市交易有关。但商品期货价格指数对于宏观经济指标的紧密联系与先导性已经在逐步显现。本文通过实证分析，考察了商品期货价格指数与主要宏观经济变量之间的相互影响关系，发现商品期货价格指数对物价、国内生产总值、利率、人民币汇率均有明显的引导作用和直接影响，并且能够领先CPI指标约5～7个月，说明在我国目前的市场状况下，商品期货价格指数能够较好地反映国内宏观经济运行的主要方面。另外，商品期货价格指数作为CPI的先行指标具有一定可行性。针对以上结论，本文给出如下政策建议。
1. 宏观调控当局可以将商品期货价格指数作为物价指数的先行指标。由于商品期货价格指数与物价水平的直接联系，以及商品期货价格指数与物价指数相比具有反映迅速、价格连续等优势，因此制定以控制通胀为目的调控政策时，可以将商品期货价格指数当作参考指标之一。
2. 我国应当考虑适时推行商品期货价格指数上市交易，增加商品期货价格指数的市场影响力，也使其能够更充分地反映实体经济与金融市场中的信息。国外研究显示，商品期货价格指数与股票价格指数之间基本上没有联动性，可交易的商品期货价格指数还可以为市场提供新的分散风险的投资工具。
3. 我国期货市场应当进一步完善商品结构，继续增加在工业生产与国民生活当中扮演重要角色的原料商品。比较国内外商品价格指数对宏观经济运行情况的反映程度发现，我国商品期货价格指数约领先CPI半年，而美国CRB指数领先CPI一年左右。这是由于我国商品期货市场上市品种数量少，结构不合理，能源类商品比重太低，食品、农产品覆盖面太小，造成我国期货市场对实体经济运行的调节作用仍不够理想。
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篇8
通过对图1中的脉冲响应图形进行分析，我们可以得到以下结论：⑴虽然总体上投资需求增加有助于解释经济增长变动，但通过对比我们可以发现，中央政府固定资产投资冲击和地方政府固定资产投资冲击对我国经济有着完全不同的影响。中央政府投资冲击短期内有助于经济增长，对经济影响的长期累积效应也较大；而地方政府的固定资产投资冲击在短期对经济的影响效果不明显，并且出现了程度较小的累积负面效应。造成这种情况的可能原因是：首先，中央政府的财政支出等经济政策和投资决策代表了政府决策层对当前经济状况的态度和看法，会对以后的经济走势起到很大的指示作用，而地方政府投资大多是为了响应中央政府号召，从而中央政府投资冲击对产出的影响能力要大于地方政府投资冲击。其次，中央项目的投资多是对当前经济增长极其重要的基础设施建设和关键行业领域，效率较高，而地方政府的投资却往往忽视投资的质量和效率，造成资源和资金的极大浪费，从而对经济的持续稳定增长产生不利的影响。最明显的例子是2008年金融危机以后，我国中央政府出台了“4万亿”投资刺激方案，地方政府配套的投资资金更是高达17万亿之多。虽然中央政府的资金支出大多投资于基础设施建设和关系国计民生的关键行业领域（如交通、电力、科技、水利、节能减排等）保护了经济的持续平稳增长，但是大多数地方政府的投资却较多的投向了“三高一低”（高投入、高污染、高消耗、低效益）行业，造成了资源的极大浪费。这无疑会对经济的持续稳定增长带来不利的影响。⑵对外贸易冲击虽然也会对我国的实体经济造成冲击，但影响程度不大。从DLnGDP对DLnEXP的累积脉冲响应可以看出，短期内的对外贸易冲击对我国的经济波动影响不明显，但长期内有较小程度的正向效应。可见，虽然我国经济对外依存度较大，出口对GDP的贡献度较高，但国外需求冲击并不会对我国经济波动产生较大的影响。一个可能的解释是：加工贸易占我国出口贸易的比重过大。出口贸易一般分为一般贸易、加工贸易和其他贸易，其中加工贸易是指依赖进口的原材料、零部件，经过加工装配后再出口到国外的贸易形式。加工贸易的特点是“中间在内，两头在外”，原材料和零部件是从国外进口的，在本国生产后又运到国外市场。在我国最常见的加工贸易形式是“三来一补”，即来料加工、来样加工、来件装配和补偿贸易，其中补偿贸易是指国外厂商提供或利用国外进出口信贷进口生产技术和设备，由我方企业进行生产，以返销其产品的方式分期偿还对方技术、设备价款或信贷本息的贸易方式。因此，虽然我国出口额占GDP的比重很大，但出口增加对我国经济自身增长的贡献并不是很大。⑶消费需求冲击是决定我国经济增长和波动的主要因素。从DLnGDP对DLnEXP的脉冲响应可以看出，1单位标准差的消费需求正向冲击导致GDP出现了1.2个百分点的增长，随后迅速下降，在8季度后基本消退。同时从DLnGDP对DLnEXP的动态累积脉冲响应图形可以看出，正向的消费需求冲击不仅造成经济短期内的较大增长，而且长期内对经济的持续增长起到了重要作用。这主要是因为一方面消费一般是短期行为，持续时间不长，对经济的短期刺激较大；另一方面，消费需求的提高可以改变人们长期的消费习惯，从而对经济的增长起到较大程度的长期影响。这充分说明了当前我国扩大内需拉动经济增长的极端重要性。
2方差分解
为了测度各种内外因素对宏观经济波动的相对影响程度，本文对脉冲响应函数进行方差分解。方差分解通过分析每一个结构式冲击对内生变量变化(以方差度量)的贡献度，进一步评价不同结构式冲击的重要性。表3列示了宏观经济波动方差分解结果。我国产出波动的方差分解表明：⑴在预测期内，由投资波动引起的我国产出的波动并不大，但却有随着滞后期逐渐增加的趋势。一方面，中央政府投资冲击对产出波动的解释能力要大于地方政府投资冲击，这说明了中央政府的经济政策或投资决策代表了我国政府决策层对当前经济状况的态度和看法，会对以后的经济形势起到很大的指示和影响；另一方面，中央政府投资冲击引致产出波动的速度也要快于地方政府投资冲击。这说明中央投资政策的出台大多是针对当时经济形势的短期行为。⑵与投资波动一样，国外需求的波动对我国实际产出的波动影响并不大，其解释能力随滞后期的增加逐渐增大到稳定状态时的8.7%。这说明虽然我国的经济对外依存度较高，但国际经济状况对我国经济的影响并不大。这可以归因于我国国内较强的经济活力和稳健的经济增长。⑶国内消费需求波动在短期内解释了我国实体经济的绝大部分波动，虽随滞后期的延长而有所下降，但得稳态时仍然有66.5%的解释能力。这也再次验证了扩大内需对我国经济持续较快增长的极端重要性，同时也提示我们，通过扩大内需来推动经济增长，应该作为一项长期政策来实施。
3稳健性检验
本文的实证分析结果受到我们根据一般经济理论设定的约束条件和Cholesky分解强加给经济变量的次序的影响，为了说明以上实证结果的可靠性，需要对模型的设定和估计进行稳健性检验。具体做法是：我们首先调整SVAR模型中的经济变量顺序，但不改变约束条件，依次进行模型估计、脉冲响应分析和方差分解；其次，我们对原有的约束条件作适当修正，但不调整SVAR模型中的经济变量顺序，再依次进行脉冲响应分析和方差分解；最后，我们既调整SVAR模型中的经济变量顺序又对约束条件作出适当修正，依次进行模型估计、脉冲响应分析和方差分解。经过多次模型调整和实证分析后，我们发现，实证结果并没有大的变化(限于篇幅，具体检验过程省略)。这表明，本文所使用SVAR模型具有稳健性，得出的实证结果是比较稳定可靠的。
4结论与建议
篇9
金融机构各项贷款、M2指标与上证指数呈完全同步的变化。
外贸进出口的三分之二来自美国、日本，美日经济的衰退直接影响我国外贸总值，从这一指标考察，上证指数将是悲观的预期。
随着股市运作的逐步规范，上证综指必将反映国民经济的总量变化，2001 年下半年股市变化已经有了反映国民经济变化的端倪，即国民经济处于一个大的下降通道中。
国有股减持、违规资金的查处、股指期货的推出以及机构投资者的发展，对股市的变化会起到一定的作用，但作为一种政策或是一种工具，不可能起到决定性的作用，根本在于国民经济的好转，上市公司投资价值的提高。
股市是反映国民经济状况的一个窗口，股市的兴衰直接反映国民经济发展的好坏与快慢，同时，也在一定程度上影响国民经济的发展。但是，从根本上来说，国民经济的发展决定着股市的发展，而不是相反。因此，国家宏观经济状况以及对国民经济发展有重要影响的一些因素都将对股市及股市中存在着的各种股票发生显著作用。
本报告从宏观经济的大背景出发，考察国民生产总值的变化对股市的影响程度，分析GDP构成中投资、消费、外贸对股市的作用力，同时对股市波动中的货币政策的影响因素及传导机制加以描述，以期能从宏观经济的大背景中揭示股票市场的周期变化规律。
一、宏观经济周期与股票市场变化
1.1宏观经济与股票市场
为了尽可能全面的反映宏观经济与股票市场的变化，我们截取了十年的GDP季度资料和股市的月度资料以观察其相关的变化，这里股市的波动以上海证券交易所的上证综指作为观察样本。
从观察的情况看，自94年开始，国民经济处于一个大的下降通道中。从经济周期的角度出发，机关年纪处于衰退阶段。一般说来，在经济衰退时期，股票价格会逐渐下跌；到危机时期，股价跌至最低点；而经济复苏开始时，股价又会逐步上升；到繁荣时，股价则上涨至最高点。这种变动的具体原因是，当经济开始衰退之后，企业的产品滞销，利润相应减少，促使企业减少产量，从而导致股息、红利也随之不断减少，持股的股东因股票收益不佳而纷纷抛售，使股票价格下跌。当经济衰退已经达到经济危机时，整个经济生活处于瘫痪状况，大量的企业倒闭，股票持有者由于对形势持悲观态度而纷纷卖出手中的股票，从而使整个股市价格大跌，市场处于萧条和混乱之中。经济周期经过最低谷之后又出现缓慢复苏的势头，随着经济结构的调整，商品开始有一定的销售量，企业又能开始给股东分发一些股息红利，股东慢慢觉得持股有利可图，于是纷纷购买，使股价缓缓回升；当经济由复苏达到繁荣阶段时，企业的商品生产能力与产量大增，商品销售状况良好，企业开始大量盈利，股息、红利相应增多，股票价格上涨至最高点。
从我国的情况看，93年实施宏观调控政策以来，国民经济的总量指标在11.2-7%之间波动，没有出现大起大落的现象，经过三次统计平滑处理的资料显示，国民生产总值的增长速度处在一个缓慢下降的通道中。而同期上证综合指数仅在92、93年同国民生产总值有趋同的趋势外，其它年份与国民生产总值的趋势完全背离，以月份考察的上证综指常常出现大幅震荡的现象。但总体而言，上证综指处于于大的上升通道中。我们以十年的年动态数据计算的国民生产总值与上证指数的相关关系表明，其相关系数仅为0.08。以季度动态数据测算的相关系数竟然为-0.245。经济周期理论所阐述的观点与现实情况完全不同。
二、GDP相关指标与股市变化
2.1固定资产投资
固定资产投资一直是拉动经济增长的主要动力。从“六五”到“八五”时期，除1989、1990两个特殊年份之外，其余年份投资和GDP均保持了高速增长态势，而且投资增长速度在很多年份均高于甚至是大大高于同期GDP的增长速度。“六五”时期，投资增幅高出GDP增幅8.7个百分点；“七五”时期为8.6个百分点;“八五”时期为24.9个百分点。进入“九五”以来，这种状况发生了很大变化。与固定资产投资增速持续下滑相对应，同期GDP可比增长速度也呈逐年下滑趋势；另外，投资高出GDP的幅度也明显缩小，1996年为5.2个百分点，1997年二者持平，1998年为6.1个百分点，1999年则呈逆趋势，GDP增幅高出投资增幅2个百分点，成为改革开放以来继1989、1990年之后的第三个投资增速低于GDP增速的特殊年份。2000年，为刺激经济，政府加大了固定资产投资力度，同年投资增幅达到9.26%。进一步对影响2000年GDP增长的主要因素进行分析可以发现，2000年投资对经济的促进作用比较明显，这与1999年的情况截然不同。据我们测算，2000年投资对经济的贡献与消费对经济的贡献率基本持平达到40%左右。1999年消费对经济增长的贡献率为77.5%，拉动经济增长5.5个百分点，比1998年分别高出20.5和1.1个百分点;而1999年全社会固定资产投资仅增长5.1%，低于同期GDP增幅2个百分点，比1998年下降8.8个百分点，对经济增长的贡献率为28.2%，比1998年下降10.9个百分点，对经济增长的拉动作用为2个百分点，比1998年下降1.1个百分点。为扩大投资需求，政府连续出台了一系列相关的经济政策，包括继续增发国债用于基础设施建设以及对企业技术改造进行财政贴息;继续降低利率，活跃股票市场，开征储蓄存款利息所得税；对投资方向调节税实现减半征收；出台《个人独资企业法》等。尤其是1999年中央继续发行国债用以扩大投资需求，其力度之大为改革开放以来的首次(全年共发行1100亿元)，而同期的固定资产投资增长速度仍然十分低迷，且低于同期GDP增长速度，成为制约经济增长的主要矛盾。
从资本市场而言，我国目前的资本市场发育还很不成熟，政府、企业、居民各不同的投资主体之间的资金难以进行有效的调剂。政府、企业、居民作为固定资产投资的主体，在全社会固定资产投资中扮演的角色是不同的。其中企业投资是固定资产投资中最主要的组成部分，其次是政府投资，最后是居民个人。与投资地位相对照，全社会资金在各投资主体之间的分配则完全呈相反的格局。改革开放以来，部门之间的资金余缺状况为：政府由资金结余部门转变为资金短缺部门，短缺资金占GDP的比重在1%以上；企业一直是资金短缺部门，且资金缺口不断扩大；居民一直是资金结余部门，且结余份额越来越高。根据对2000年资金流量的测算，政府部门短缺资金为1000亿元，非金融企业短缺资金为12100亿元，居民个人结余资金为16000亿元。不同投资主体之间的资金余缺状况表明，要实现投资的快速增长，只有对不同投资主体间的资金进行合理调剂，也就是说，通过合理渠道，将相对次要投资主体居民的闲置资金转化为主要投资主体企业和政府部门可使用的资金。而我国目前资本市场的格局显然不能满足有效调剂资金的需要，企业尤其是大量的中小企业很难从目前的资本市场上筹集到资金。首先是银行贷款受到限制。银行部门一般不愿意为民营企业或中小企业贷款，因为他们感到发放贷款的风险与收益不对称。1998年以来，为扩大内需，刺激民间投资增长，政府陆续出台了一系列有关政策，其中影响比较大的是1998年中央政府首次要求银行系统“增加向中小企业贷款”，各个国有银行先后成立了中小企业部，同时为鼓励银行将信贷资金向中小企业和民营企业倾斜，政府还相应提高了银行向中小企业贷款利息的浮动范围。但由于经济运行过程中的诸多矛盾以及民营企业本身一些固有的缺陷，使银行对其贷款存在抵押担保难、跟踪监督难和债权维护难等问题，实施效果并不明显。其次是直接融资渠道狭窄。我国的直接融资方式从一开始就主要面向国有大中型企业，目前为了解决国有企业的困难，促进其机制的转换，要求股票市场要优先服务于国有大中型企业，为国有企业的改革和发展创造条件。而中小企业的发展空间相对十分狭小，且市场进入门槛高。《公司法》规定，股份有限公司申请上市必须已经连续三年盈利，上市公司所流通股本应在5000万元以上。而大部分中小企业经营规模都较小，产业层次低，与国家对企业上市规模和优先产业的要求存在着一定的距离，客观上加大了中小企业上市的难度。我国上市公司中非国有经济控股企业所占比例不到10%。三是缺乏风险投资机制。风险投资是一种将资金投向风险较大，具有较高技术含量以谋求高收益的特殊商业性投资活动。美国IT产业的崛起与风险投资业和NASDAQ系统的发展关系密切，20世纪80年代、90年代风险投资业在美国兴起，极大地支持了计算机等高新技术产业的发展。我国的民营企业经过二十年的迅速发展，已经进入“二次创业”过程，一批高科技民营企业正处在起步和成长阶段，需要相应的创业机制予以扶持，其中最为关键的是建立风险投资机制。而目前我国对风险投资的扶持还基本处于起步阶段。
投资的增加主要表现在对宏观经济的影响，其传导机制是投资增加经济回升股票市场上涨。其对股票市场的直接影响在我国目前的市场状况下可能的表现形式是部分以投资为理由的贷款违规进入股市，但由于资料的限制，我们无法对这部分资金的影响程度作出判断。但就理论而言，固定资产投资不直接作用与股市。下表从固定资产投资的年度和月度变化也反映了这种现实。
篇10
关键词：继续教育；宏观经济；评估；经济效益
中图分类号：G72文献标志码：A文章编号：1673-291X（2020）16-0182-02
继续教育是宏观经济背景下，立足高校發展现状，窥见现代教育精粹，复合高等教育、远程教育、学历提升再教育发展规律的体现。从本质上来看，继续教育秉持“计划招生，择优录取”的办学原则，并与现代教育体制息息相关，且发挥社会职能，需遵循教育发展规律并在运作模式上与市场竞争间密不可分。立足宏观经济条件，需综合评估其经济效益，并剖析期间存在的问题，以通过问题解决路径在夹缝中获得对“风险”的最大掌控并获得经济效益成效最大化。
一、宏观经济视域下继续教育发展现状
继续教育培养社会从业人员，主要招生类型以自主报考为主。从录取比例来看，多以计划性指导形式为主并与普通本科教育考试报考率持平。在培养目标上，主要面向岗位进行着力，以科技素质为参照物，注重岗位技能和应用。教学形式多样，包括非全日制、远程教学或“一对一”面授，在培养内容上，多于现代企业接轨，并以碎片化、模块化或慕课教学等为主。师资力量上，多以校内空挡、退休教师、外聘教师、专业培训师、研究生或企业成功人士为主。办学方式上以开放式或校企合作、中外办学等为主。在办学资源上，多以学校部分投入（如学校品牌、管理人工和办公设施和场所），主要靠吸纳社会资源办学，如建立学习中心、教学站为主。而国家政策的边缘化、产业化，则成为继续教育无以为继的风险存在的基本因素[1～2]。
加之，国家在继续教育上的办学政策不明朗，网络高等教育试点的展开举步维艰、止步不前，且高校参与积极性不足，试点审批期间准入机制无法与全日制高等教育相持平，这也决定了高校观望期间继续教育经济效益低迷的主因。
二、继续教育经济效益风险原因分析
宏观经济背景下，继续教育产权明晰倾向趋于高风险境地，这就决定了继续教育不得不从风险行为控制上加以补偿，并将风险转嫁。
1.生源经济效益。以远程教育为例，生源作为其生存发展的根基，也是其经济效益风险存在的根本。从学员招生来看，网络教育停止招收全日制学员，教育部颁发现代远程教育试点政策。从学历到能力的转变中，远程教育的规范化管理在不同地区所获得经济效益不一，并在竞争层面逐渐浮现出不同的效益结果。而现实情况是，包括网络高等教育在内的低成本教学平台建设中，受专业类型限制和公共基础课、通识课一次性投入师资力量等因素影响，直接导致学生大规模涌入并呈现出惊人的扩张态势[3]。而与之相反的是，经济风险的危急值也愈高。单专业而言，需要融入市场研发、宣传投资及其网页制作等投入，而周期内招生规模效应受不可抗因素影响，无疑在整个网络办学周期内无法满足既定投资要求，垄断性试点同时又成为高校生源风险存在的主因，唯有无休止的招生才能弥补前期投产的亏空。
2.办学质量经济效益。教学状态和校内资源受办学期间的不稳定性影响，指导、辅导、实验、实训路径的何去何从，归根结底在于办学质量的高低。统观现代化市场经济发展中，继续教育的培训目标、模块化教学形式、“快餐文化”的主宰喜爱，学科体系结构调整、知识体系结构追踪、专业调研、跟踪访视和教科研等经济效益风险与市场的“教学质量”，学员上线率、专业规模、教师导学、网上交互式讨论等缺位和不足间关联度甚广。
3.规范化管理经济效益。社会资源的稳定性支持是继续教育得以为继的根本，也是评估其远期经济效益中不可估量的内容。远程教育学习中心的函授中，在教学资源评估、招生宣传及其线上线下互动之中，无不需要学习支持系统、代收学杂费系统、考务信息系统、实验实训基地基建设施等作为继续教育成本管理的核心和重点[4]。诚然，继续教育的功利性使得教育行政主管部门、民营企业合作部门、招生违规行为、隐性消费、非严肃考纪行为等为经管部门的信誉造成了极为恶劣的负面影响。统观政策之于高校学生权益保护和学习社会星星塑造，无一不需要规范化管理作为经济效益衡量的关键。
4.边缘化地位经济效益。继续教育受现代高等教育影响，在办学情感态度上，多处于边缘化地位，且在办学途径中不予全日制高等教育冲突，并不挤占其资源环境，并在资源合作共享实践中，受制于主管部门、办学资质、文凭，产业链滚动举步维艰。在创收指标的逼迫下，继续教育办学心态的衡量使得招生中介大捞一把。
三、继续教育经济效益评估理念及建议
1.经济效益评估理念。从概念来讲，教育经济效益以统计计量的方法说明教育的经济意义和社会效果，揭示教育在经济增长和社会发展中的作用。经济效益评估理念的诞生主要源自鼓励竞争、避免急功近利的盲目操作办学导致的办学风险，从利益层面把握最佳经济效益获得时机。同时，将规避风险、合理转嫁作为办学目标、规模拓展、合同执行及其风险预测评估、责任共担作为司法条件的主要依据。基于此，以该理念为基础的预警机制建立之于继续教育成本预算、立项选择、媒体布置、上下级协调、主动权掌握和风险止损等态势猛烈[5]。此外，合作办学作为明确双方责、权、利的依据，能最大限度地实现继续教育的成本最低化和风险最小化。
2.经济效益评估建议。办学效率和效益的提高，主要得益于风险控制、目标办学可承受范围、战略规划等环节。各利益方间的信息交互、业务接洽、财务报表统计及其流程化管理，均需要以市场为知识提升关键，以行业企业转型时期对人才的渴求和市场份额、优质资源开发、理性消费等为动因。从优势作用分析来看，充分发挥资源盘点优势、调动优质资源参与继续教育办学、谋求差异化发展，以政府政策为先导；规避短板，在体制和机制中引入外部资源并评估性价比后在学校整体承重范围内降低学院包袱。坚持依法办学的底线参与合作，能为主办方、学生及其社会间谋求最佳社会效能。寻求资源优势互补、甄别并与法人（单位）合作、营设办学的良好内环境如政策体制和运行机制上、合作办学中，走司法路径寻求最佳经济庇护。拷问和审视市场和合作方诚信，需秉持全程监管，摒弃效益分账；严格招生宣传、学籍信息审核、学习支持服务、网络平台运维、实验实训辅助、考务组织、经费往来等监管细则[6]。量化评估须分阶段进行，多在直观性、可比性及其可行性指标体系中，做还初期、早期、后期的全程评估。为避免内部管办分离，需要学校和其他职能部门各施其职。
四、宏观经济背景下提升继续教育经济效益评估体系的作用
1.基于继续教育质量和经济效益的评估路径，须从转变教育观念开始，顺应教育部号召，大力推行继续教育，并在日益增多的培训机构中达到满意的培训效果。在注重继续教育学历的同时，不忽略技能培训之于个人素质提高的促进作用。在明确的办学指导思想中，从培训机构、辦学理念、办学质量、教育评价体系上考虑学员的现实条件，并做到分层次教学。培训机构重需重视办学社会效益，并根据区域性和行业性确定服务方向。在评估环节将办学合法化硬性条件和教学质量作为评估重点，并做好中期建议和后期更改。
2.优化多元评价方法的应用，提升教师教学积极性，让学员更好地参与教学活动，避免单一评价技术手段的滞后性和流于表面。在教学标准评价的同时，还需要通过调查走访和学生综合成绩了解整体上提升评价的经济性。积极的评价是继续教育兴趣化的源泉，也是教育工作的积极、主动性和教学效率及其职业责任感的表现。
